EXTERNALIDADES EN LAINDUSTRIA COLOMBIANA

Jorge Alberto Restrepo

Department of Economics. Royal Holloway College, Univcrsi~ of London. EI autoragradece a Ricardo Cruea, Universidad de los A~des, por perrruUr el U50. de sc base. d~datos del sector manufacrurero. Esre trabajo gana el concurso de poncncJas '1ue realizola Maestria de Ciencias Econ6micas de [a Universidad Nacional con motive de sus 20anos. Ellecror puede dirigu: sus comentarios al correo: j.restrepo@rhul.ac.uk

Restrepo, Jorge A., "Exteroa~ effectsmanufacturing", Cuadernos de Ecooomia, v. xix,2000, pages ~71-189

in co LombLann . 33, Bogota,

ResUIlIen

Restrepo, Jorge A.,co~ombiana", Cuadernos2000, paginas 171-189

"Externalidades ende Economia, v. xix,

La industrian. 33, Bogota,

S2 presenta una prueba empirica del modelo Caballero-Lyons{1989] para 28 indus trias colombianas ados digitosutilizando da tos de producto bruto y valor agregado, medianteestimaciones de panel. Tanto a nivel del agregadomanufacturero como a nivel de rama no existe evidencia deeconomias de escala. A nivel de industria existe unaexternalidad agregada positiva que va de 0.38% al 0.25% porcada punta porcentual de aumento de la actividadmanufacturera. Las variaciones en es tuec zo , utilizaci6n a loscambios de politica no afectan significativamente e s ceresul tado.

Abstract

A test of the Caballero-Lyons {1989] model of externaleffects in manut-acturing is performed with a gross output andvalue added data set of 28 two-digit industries for Colombia,using panel data estimation techniques. Both at aggregate andat industry level there is no evidence of economies of scale.At industry level there is a positive aggregate externalitythat ranges from 0.38% to 0.25% for a one-percent increasein aggregate manufacturing activity. The effect of effort,capacity utilisation or policy regimes does not seem toaffect significantly these results.

EI estudio de las externalidades y el comportarniento procfclico de laproductividad en el sector menufacturero rccibio un nuevo imperucan la publicacion en 1989 del articulo de RIcardo Caballero yRichard Lyons sobre externalidades agrcgadas del sectormanufacturero estadounidense. Estos autorcs construyen un rnodelousando el trabajo de Hall [19881 sobre dinamicn prociclica de [aproducrividad y los modelos macroeconomicos de falias decoordinacion de Cooper y John [1988]. Este modelo buscn explicarla diferencia entre el grado de rctomos a escala de la industriamanufacturera a nivel agregado y par rama menufacrurcra, difetenciaque de encontrarse, indica [a presenCL'lde un efccro cxterno que solose intemaliza al mayor nivel de agregacion.

E1 procedimiento desarrollado par estos autores no solo sirve p:lracomprobar estadisticamente la cxistencia de la externalidad agregadasino que ademes permite distinguirla de una posible exrcmalidadcausada por variaciones en los insumos a nivel de rama del sectormanufacturero. Tanto teorica como econometricarnente, cstostrabajos demuestran ill existencia de un efeeto externo no explicadopot los cambios del ciclo 0 por eambios en los insumos. Enterminos empiricos este fue un hallazgo novedoso, ya Clue losesrudios antenores idencificaban esta discrepancia como W1

resultado del crecimiento prociclico de la productividad, usualmenteasociado a variaciones en los insumos de cada sector, errores demedidon de ills variables, a retornos creClentes 0 a camblos en lautilizacion de la capacidad instalada.

174 CUADERNOS DE ECONOMiA No_ 33, 2000

En la pnmera prueba empirica, Caballero y Lyons [1989]encoutraron la exisrencia de tal discrepancia entre e1 agregadomanufacturero y el conjunto de 22 industrias estadounidenses (condesagregacion de dos digitos Cnu) y sugteten una posibleexplicaci6n para este efeeto asociada con extemalidades originadasen mercados de "alta densidad". En un trabajo posterior, losmismos autores estimaron el modelo urilizando datos de los secroresrnanufactureros de cuatro paises europeos y encontraron resultadossimilares; en este caso evidencia de [a extemalidad agregada para 32industrias en los cuatro paises estudiados (Alemania occidental,Reina Unido, Francia y Belgica), a pesar de la ausencia de evidenciade retomos crecientes a escala internos a myel de carla rama delsector manufacturero. Recientemente, Nicholas Oulton [1996]aplico e1 modelo a una extensa muestra de la industriamanufacturers britanica, confinnando la existencia de externalidadesagregadas y Ia ausencia de evidencia de retornos a escala internes encada industria. Oulron propone que ese efecto extemo se puededeber a mejoras, aprendizaje e innovacion que se difunden masrapido en la economia cuanto mas rapida sea la expansion del sectormanufacturero agregado.

La importancia de estos resultados se relaciona directamente con [a

lireratura teonca de crecirruento econ6mico y de la politica industrialy de desarrollo. La presencia de exrernalidades agregadas es unpoderoso argumento en favor de las teorias de crecimientoendogene y politicas industriales proactivas. EI hecho mismo de quelas extemalidades agregadas puedan estar presentes en la industriaimplies que "exisren beneficios adicionales cuando el crecimientoindustrial es balanceado entre las industrias" [Oulton 1996, 824]. Sinembargo, la evidencia del agotemiento de retomos a escala a nivel desector, implica una reduccicn de los efectos porenciales de laspolicicas disenadas para incrementar el remano del mercado, talescomo la inregracion economics y la apertura. De igual forma, losbeneficios derivados de una politica sectorial activa orientada a la'escogencia de ganadores', estan limitados por el grade en el cuallaexplotacion de economias internas a escala se haya agotado.

Aunque este enfoque se ha debatido durante una decada, no seconocen 1ntentos que proeben estadlsticamente el modelo con datosdel sector manufactutero de un pais en desarrollo, 0 que sustenten

EXTERNALlDAnES EN LA INDUSTRIA COLOMBL\N,\ 175

recomendaciones de politica en estos paises. Esro se debe,probablemente a la ausencia de bases de datos consistentes ycompletas de los sectcres manufactureros de estos pafses, a en otroscasos, sucede que las mejo.ras cstadisticas frecuentes y los cambiosen las tecnicas restan confianza a la informacion, y a menudo solomuesuan estimaciones de las tendeucias generales. Pot otra patte, 1aformulacion de politicas no se haec de manera clara, y da pOt hecheque algunos de los hallazgos para las industrias de los paisesdesarrollados se pueden aplicar auromaticamentc a las indus trias depafses en desarrollo. No es solo que las intervenciones de politicaeconomica no esten solidamenre fundamentadas en esrudios yresultados empiricos, sino que algunos programas de refo.rmaambiciosos asumen que los procesos de apertura e integracion demercados traen consigo bencficios economicos automaticos, almenos para la industria manufacturers.

En esre documento se presenta una prueba empirica del modeloCaballero-Lyons usando 1a Encuesta Anual Manufacturcra delDANE para Colombia, Ia coal incluye informacion para 28 sectoresindustriales segun clasificacion CIIU ados digitos durante un periodode 23 anos hasta 1997.

En Ia siguiente seccion del trabajo se presenta el modelo y lasecuaciones de Caballero y Lyons [1990] y la version altemativa deOulton [1996], y postenormente se describe el proccdimientoanalitico y los resultados econometncos.

ELMODELO

EI modelo original de Caballero y Lyons f1989, 1992] es una versionmodificada del propuesto par Hall [1988] que relaciona eIcrecimienro del valor agregado' de 1a industria i como una funciondel crecimiento en una medida de insumos ponderada par costos yun residue.'

I En las ecuacicnes, lerras mayusculas denotan el valor real de la variable y lasJnlllllsculas su transfonnaci6n logaritmica. Un punto sobre la vanable denora laderivada con respecto al tiempo.2 Las constantes hacen parte del residuo y se excluyen pal1l facilitar la exposici6n.

176 CU:\Dlm.NOS DE ECONOMiA No. 33, 2000

IIIdonde I es el logaritmo del indice del msumo trabajo, k es ellogaritmo del indice del insumo capital y w es el residuo. (Xc; es laparticipacion del trabajo en los costas totales de factores. Estaecuaci6n resulta de la manipulacion de una funci6n de valorngregado.

y ~ F(K,L,E,v) [2]

dande Y es valor agregado, K, L, E y V son capital, trabajo, unIndicc de efectos externos y un indice de productividadrespectivamente. Presentaremos mas adelante una derivacionalternativa de la ecuacion [1], utilizando una funci6n de produccionen vez de una funci6n de valor agregado, como haec Oulton p996].

Definiendo el rermino en parentesis en [1] como Xi' tenemos:

[3]

51 existen cam bios en esfuerzo podemos definir una relacion entre elx'D medido y el x efectivo tal que:

, 'm j'x, =x; + i [4]

dondc J, es la rasa de crecimiento de la utilizacion de cepacidad.Suponiendo que la utilizacion es:

[5]

donde OJ es el nivel de producro de largo plazo 0 de maximo nivel deesfuerzo. Reemp1azando r4] y [SJ en [3J obtenemos:

[6]

que se simplifica como:

. ,·m .y, =yxj + w, [7]

Esta es la primera ecuacion para estimar de forma econometrica, dehecho, es la ecuacion usada por Caballero y Lyons para establecer la

EXTERNAl.lD'\DES EN LA INDUSTRI/\ COLOMBI1\N;\ 177

existencia de la discrepancia a efecro agregado. En esencia, y es unparametro de retornos a escala y la diferencia del para metroestimado ucilizando las variables para el agregado y para el conjuntode los datos a ruvel de mdustria se atribuye a la exremalidad. Laversion agregada de [7] es:

IS1

La igualdad de los parametres en las ecuaciones [7] V [81se manrieneaun si hay diferencias en esfuerzo, error de medicion 0

acaparamiento de la fuerza laboral pot parte de las firrnas [Caballeroy Lyons 1992, 2121.

Hasta este momento hernos presentado [a tcoria que fuodamcota clprimer paso del ejercicio empirico. Ahora scguimos el enfoque ynota cion de Oulton [19961. La principal difcrencia con respecto almodelo de Caballero-Lyons es el usa de una funcion de produeci6nbruta en vez de una funcion de valor agregado como en [2]. Dadoque una funcion de valor agregado debe cumplir e! fuerte supuestode separabilidad en capital y traba]o, el usa de una funcion deprodueci6n es menos restrictivo [Oulton 1996, 101].3La funcion deproduccion bruta para la industria! es:

En [9] Y es producto bruto teal, K es capital, L es trabajo, M soninsumos intermedios (energia, mareriales, servicios, etc.) Z es unindice de externalidades, t es tiempo (actuando como una variable'proxy' del progreso tecnico), 8; es una medida del efecto deexternalidad Y ft'l es [a rasa de crccimiento de la productividad totalde los factores. Ellado derecho de [9] es una funcion de produccionde forma Y = eAF(K,L,M) en la que el parametro de progreso tecnico

] Oulton no dedica su estudio a la discrepancia que mencionamos arriba sinoque construye el modelo para eI nivel de industrias.

178 CUADER.NOS DE ECONOMiA No. 33, 2000

Aroma la forma especial de exp[o;Z, + J.Jil]. Los supuestos sabre lafunci6n de produccion Gi son su homogeneidad de grade Yi encapital, trabajo y el insumo intermedio. Esto es, sin progreso tecnicoun incremento homogeneo en rodos los insumos produciria unincremento en el producto de r" siendo Y, una medida de laelasticidad de escala de Gi igual a la raz6n del costo medio al costomarginal. Como normalizacion, Gi es tambien homogenea de gradeuno en los indices de productividad y del efecto externo.

Como menciona Oulton, tanto 0; como Yo'estrin restringidos a setconstantes en el tiempo, pero tanto la productividad total de losfactores como los insumos 51 crecen en el tiempo. En la formulacionoriginal de Caballero-Lyons el tiempo no se induye explicitamenteen [a funcion de valor agregado. Sin embargo, frecuenrementedestacan la importancia de considerar que su modelo eeta formuladoen diferencias 10 que permite capturer relaciones de alta frecuenciaentre las variables a nivel econometrica y no el progreso tecnico.

Al diferenciar logaritmicamente [9) con respecto a1 tiempo seobtiene la ecuaci6n (10]:

. (OG,)(K,,). (OG,)(L,,). (OG, )(M,,). .YiI:::: aK

IIY;, kil + 0 L

IIY;, lil + i3 Mil Y;, mit + 8;Zt + Pil

Se supone que las firmas maximizan ganancias con cierto poder demonopolio en los mercados de bienes y que son tomadoras deprecios en los mercados de msumos, y si se supone edemas que losmercados de factores son competitivos podemos igualar el costamarginal (precio del factor) con el ingreso marginal. Si definimos lasparticipaciones del capital y del ttaba]o en el costa total como:

( so, JMR oK K"~ _r"_K,, :..",,,..'~' __

c y" c 1';,[11]VKil

EXTERNALID."'DES EN LA iNDUSTRIJ\ COLOMH[ANA 179

w.t,V ~---'.it - Cy -

n[12]

En estes C es el costa promedio y ri, Y Wi' reptesentan el costa dearrendamiento del capital y del salario respectivamente. Losnumeradores allado derecho de [11] y [121 son las remuneracionestotales a los factores, esto es, el ingreso marginal por laproductividad marginal POt el nivel del insumc incorporado en elptoceso productivo. Reemplazando [11] y [12] en ill ecuacion (10) ydado que el grade de homogeneidad de Gi debe set igual a la razondel costa promedio al costa marginal y que las participaciones detodos los insumos deben surnar la unidad, se obtiene:"

[13]

Al definir X como insumos totales, el crecnuento ponderado de losinsumos usando como ponderadores la participacion del insumo enlos costas totales es:

Xii = [VKilki, +vLitf..1 + (I-vKiI -v1,fI)fhit} [14]

que a1 set reemplazado en [13] permite obtener:

[15]

La ecuacion [15] es la que se estimara empiricamente. EI parametro& captura el efecto de externalidad producido POt la variable

4 Este mismo resultado se puede obtener utilizandc la relaci6n entre el margensobre el costo marginal y la elasticidad de demanda por insumos. Para detallesde esa derivaci6n ver el apendice A en Caballero y Lyons [1992].

180 CU,\DERNOS DE ECONOMiA No. 33, 2000

agregada it' En el modelo de Caballe.ro-Lyons esta variableagregada era cl total del valor agregado y Iconsecuentemente lavariable Xu era un promedio ponderado del crecimiento de losinsumos del valor agregado (trabajo y capital). En el caso de Oulton,it se rnide POt el producto bruto Y Xi' induye los insumosintermedios. El modelo mas general a set estimado es una versiondiscrete de [15]:

i ~ I, ... , N; t ~ 1,... ,T. [161

Para que £;1 sea ruido blanco, 1a tasa de crecimiento de Iaproductivided total de los factores debe habet sido incorporadadentro del intercepto y el residua. El grado de retornos a escalamedido por ali puede varia! entre sectores, asi como el grado de

externalidades 0.21' Diferentes combinaciones de restricciones sepuedeu aplicar a esta ecuacion, como se vera en una seccicnposterior. La vanable Zi es ellogaritmo del producto bruto agregadoo alternativamente del valor agregado. Esto indica que el rermino deerror y la variable agregada Zi pueden estar correlacionados, dadoque un cambio aleatorio en la productividad de un sectormanufacturero puede afectar el nivel del producto agregado 0 delvalor agregado total. Para evitar esre problema es posible reemplazarel producto agregado par los insumos agregados que, en general, noestrin correlacionados can ~l termino de error. Para encontrar elequivalente a la ecuacion [16] en rerminos de los insumos agregados

se parte de IJ.zr = flYI' donde 8YI = L;Sj8yu y donde los S; son

ponderadores tal que LjSj = 1. Sumando [16] para todos los

sectores i obtenemos:

lIy, ~[ao +a,LIx, H,]/(I-a,,) [17J

EXTERNAlJDADES EN Ll\ INI)UST1UA COl.O,\1111,\NA 181

donde Uo ~ ",0""0'· ", es la media de u Llx "0'L.J I,' I "" L.J," 1Iu..'11 J'

E, "" LiSilEil + Li(all-al'fJl/fu"". La no conelacion del error

descansa en el hecho que el segundo termino de tiendc a ceracuando N es grande y cuando 8/1fu""no esra correlacionado con

(ali -al)· Sustituyendo [17Jen [iGl:

1181

Esta solucion no esta libre de problemas, como Ouhon [19%, 103Jadvierte, esto puede dar lugar a una correlacion entre d error de p 8]y la variable Mil' dado que un cambio positivo en la productividadpuede generar una reduccion en los insurnos. Sin embargo, el usa devariables instrumentales para corrcgu- cl efecto de esta conelacionpuede gcnerar una distorsion en el valor de los para metrosestimados mayor que el sesgo que causa la posible corrclacion comoel analisis de consistencia nsf 10 demuestra [Caballero y Lyons 1990.1.Las ecuaciones [16] y [181 son los modclos para estimar conmetodos econometricos. Primero estimamos cstas ecuaciones sin lnvariable agregada 62

"tanto a nivel de rama como a nivel ngregado,

para deterrrunar la existencia de difercncias ell los grades de reromosa escala a nivel de ramas y del agregado, como 10 sugieren lasecuaciones [7] y [8] del modelo. Estas ecuacioces en tiempo discreteson:

[191

12°1

r

Es importante mencionar dos criticas sobre este modelo. La masfuerte consiste en que el modelo de Caballero-Lyons pucde estarcapturando el efecto de choques exogenos y que en detalle estemodelo puede ser eqwvalente a uno de ciclos economicos rcales

182 CUADERNOS DE ECONOMiA No. 33, ZOOO

porgue la ecuacion [18] es una forma reducida de un modelo de estetipo [Kamihigashi 1996]. Oulton [1996, 111] enfrenta la critica ydemuestra que, aunque este modelo pueda set una versionrestringida de un modelo de cicio real generalizado de variablesdummy en el tiempo y que -en el case de Gran Bretana-. estarestriccion no puede set rechazada, constltuye una prueba extrema,dado que un modelo de dummys para el tiempo, en general serasuperior frente a especificaciones restringidas. Con la desventaja,debemos decirlo, que su conrenido en terminos te6ricos es casi nulo.La segunda critica tiene que vet con Ia sensibilidad de los resultadosante el usa de un conjunto de variables instrumentales diferentesmientras se estirna con minimos cuadrados en tres etapas parareducir el sesgo causado por ill correlacion [Burnside 1996).

EL SECTOR INDUSTRIAL COLOMBIANO

La informacion primaria utilizada pertenece a la Encuesta AnualManufacturers del DANE, que cubre productos e insumos para 29ramas industriales durante un periodo de 24 afios de 1974 a 1997. EIdeflactor aplicado es e! Indice de precios implicito al productorobtenido a nive! de sectores y del agregado de ill misma encuesta.

Las variables requeridas se calcularon en terminos reales y su tasa decrecimiento es el crecimiento exponencial expresado en tasasporcentuales anuales, calculadas como la primera diferencia dellogaritmo de las variables. El stock de capital se calcula siguiendo elmetodo de invenrario perpetuo. La inversion neta es calculada comola suma de inversion en maquinaria, construcciones, equipo detransporte y de oficina menos la depreciacicn a las tasas utilizadashabituahnente.

Los deflactores de la inversion son los de Cuentas Nacionalesreportados por e! DANE para cada tipo de bien de capital. £1 nivelde empleo es tornado de la Muestra Mensual Manufacturera delDANE como el numero total de trabajadores calificados y nocalificados, y ya ha sido ajustado en terminos de eficiencia medidapor horas trabajadas. Los salarios incluyen beneficios y han sidodeflactados utilizando e! indice de precios a] consumidor del DANE.

Como en el trabajo de Oulton, aqui utilizamos las participaciones de

SXTERNALIDADES EN LA INOUSTRI:\ COLOMBI,\N:\ 183

los tres insumos en el producto total pero no en el valor agregado.Para cada rama manufecturera, el crecimiento de los insumos sed.calculado como e1 promedio ponderado del crecimienro de cadainsumo. Los ponderadores son promedios moviles de segundoorden de las participaciones de los pagos a cada factor en elproducto total. En consecuencia, las ponderaciones son ajustadas enel caso del valor agregado.

EI sector industrial completo se mcluy6 en el panel con la excepcionde refinerias de petrcleos (353), dado que este sector opera bajo elcontrol del Estado y sus cifras reflejan mas las politicas de prccios delos combustibles que sus variables industriales. Las observacionesextremas para el sector 311 en 1974 y eI 322 eo 1976 fueronsuavizadas para evitar distorsiones.

Se utiliz6 el metodo de estimacion de Minimos CuadradosOrdinarios pese a la posible existencia de endogeneidad y decorrelecion entre los errores y las variables explicativas. No se pudoutilizar el metoda de variables instrumentales y la estimacion en tiesetapas para corregir estes problemas por la ausencra de un adecuadoconjunto de variables instrumentales de alta correlacion coo lasvariables explicativas. El usa de insrrumentos can una bajacorrelacion can las variables explicarivas conduce a un sesgo en lospanimetros mucho mayor que el producido por [a mismacorrelacion. Como es muy probable que e1 sesgo (lucia abajo)debido a esta endageneidad sea pequeno, es preferiblc usar minirnoscuadradas ordinaries [Caballero y Lyons 1992, 815]. En todos los

.casas se hacen pruebas par errores hereroscedasricos y se urilizan yreportan errores estandares robustos corregidos POt el metoda deWhite.

Variaci6n en insumos

La Tabla 1 muestra los resultados de la estimacicn de la ecuaci6n[19] y [20] utilizando altemativamente producto bruto y valoragregado como variable dependiente. La ecuacion [201 da lugar almodelo agregado y la [19] a un modelo pooled a mvel de scctores.La variable explicativa tambien cambia dependiendo de la medida deproduccion usada.

\84 CUADERNOS DE ECONOMiA No. 33, 2000

TABLA 1

MODELO CABALLERO-LYONS. DATOS DE LA INDUSTRIACOLOMBIAN1I,1975-1997

Pooled branch-level output Equation [19]

F(l,642) = 198.24 (00000) (oefr. Std. Error p-value

Constant 1.4369 0.43363 0.001

"'-. 0.8725 0.06197 0.000

Aggregate output Equation [2O}

F(1,21) = 3.34 (0.0817) Coef£. Std. Error p-value

Constant 2.4048 0.97884 0.082

I'l.x, 0.4491 0.24559 0.023

Pooled branch-level added Equation [19J

F(1,642) '= 3.63 (0.0573) Coeff Std. Error p-valuc

Constant 3.6093 1.29972 0.006

!1xi 0.5785 0.30383 0.057

Aggregate value added Equation [20]

F(1,21) = 2.74 (0.1127) (oeEf. Std. Error p-value

Constant 3.5099 0.30005 0.113

fu'; 0.4967 1.66542 0.047

Notes: OU with While robust standard errors. Fsust and p-value ill pann/huh bdowdependent variable.

El modelo predice que pam que existen extemalidades a nivelagregado el parametro estimado de retornos a escala debe Set mayoren el agregado que a nivel de rama. En [a industria menufactureracolombiana 00 podemos establecer la existencia 0 no de estadiscrepancia porque no se pudo obtener un resultado significativeestadisticamente en el caso de la regresion agregada que nos permitacampara! los estimadores puntuales.

EXTERNALIDADES EN LA INDUSTRIA COLOMBIANA 185

No obstante, llegamos a un resultado interesanre. La unica cegrcsionde la cual se pucden deducir resultados can significacion estadistica(la regresion pooled sin considerar los efccros sectoriales) mucstraque no existen retornos crecienres a escala, como se eocontrc en loscasas de las industnas francesa y estadounidense usando esta mismametodologia. EI valor del pararnetro cs cercaao a 0.9 con unintervalo de confianza a195% que va de 0,7508272 a 0.9941981. Deheeho, no se puede rechazar la hipotesis nula de que el coeficicnrcde retornos a escala sea diferente de uno (con un p-value de 0.0401).Esre escimador puntual es cast igual al calculado par Caballero yLyons [1992] de 0.87 para la industria briranica.

Con esto se pasa a [a segunda etapa del procedimicnto sin que existaevidencia inicial de la exisrencia de la extemalidad agregada. Enadelante se buscara la existencia de un efecto agregado usandornodelos de panel.

Extemalidades

La Tabla 2 muestra en las columnas (1) a (4) los resultados de lasestimaciones de las ecuacrones [16J y [181 urilizando como Iodice deexternalidad el producto bruto total, los msumos totales al productobrute, el valor agregado total y los insumos totales al valor agregado,respectivamente. La columna (5) muestra una version restcingida delmodelo en la ecuacion [1] solo para propositos comparatives. Todaslas ecuaciones fueron estimadas utilizando regresiones de panel deefectos fijos a regresion within, 10 que hace que rodos losmterceptos sean fijos al interior de los sectores (within), y los valoresestimados de los parametros para las v:l[\abks explicacivas estenrestringidos a traves de los sectores.

Primero consideramos el coeficiente a 1 del crecimiemo de los

insumos para cada industria i (~x";).EI valor estimado va de 0.85 a0.90 con un alto mvel de sigmficancia en los cmco modelos,confi.rmando la ausencia de economias de escala, aun despues deinduir los cfcctas cspecificos de cada industria. Como Oulronmenciona [1996, 1051 este resultado sc fortalece si sc asume que elsesgo mducido por la simultaneidad es considerado, dado que el

186 CUADERNOS DE ECONOMiA reo. 33, 2000

estimador 0.1 de OLS eeta sesgado bacia arriba: haem [a existencia deeconomias de escala. El valor de este estimador puntual coincidecon los resultados de Oulton para la industria britanica (tres de carlacuatro especificaciones en carla caso muestran la ausencra deeconomias de escala).

TABLA 2MODELO CABALLERO-LYONS. DATOS DE LA INDUSTRIACOLOMBIANA, 1975-1997Panel data estimation with fixed effects estimator. Dependent variable is grossoutput at industry level.

Externality indicator used

(1) (2) (4)

Gross output - Input to gross output· Value added _Input to \'alue added - No externality

(5)(3)

Constant 0.85716 2.13558 0.11339 1.88237Std.error (0.03436) (0.44776) (0.43658) (0.55795)dx, 0.85716 0,90931 0.89831 0.88144srd.error (0.03436) (0.03585) (0.03360) (0.03509)a-statistic 24.948 25.366 26.735 25.121p-value 0 0 a a~z 0.3795 -0.3334 0.2516 -0.1818std.crror (0.10078) (0.10156) (0.03944) (0.15916)a-statistic 3.766 -3.283 6.379 -1.142p-value 0.000 0.001 0.000 0.254

R2 (overall) 0.5197 0.5171 0.5384 0.5100F (2.614) 335,81 332.32 362.94 322.63

1.43399(0.39659)0.87372

(0.03444)25.370

a

0.5090643.64

Con respecto a 1a externalidad agregada encontramos en tres de loscuatro estimadores un efecto significativo. Los estimativos de estaexternalidad (U2) van del 0.38% (en producto bruto) al 0.25% (envalor agregado) indicando un efecto externo positivo y robusto. Unincremento de la actividad manufacturera agregada en un puntoporcentual generara una expansion subsecuente de 0.38% al 0.25%en todos los sectores industriales, aun si se mantiene el nivel deinsumos constante.

EXTERNAl.JDADES EN LA INDUSTRIA COLOMBI,\NA 187

Estas estimaciones son similares a las que encontraron Oulton para1a industria britanica y Caballero y Lyons [1992J para 1aalernana. Eneste punto hay que hacer dos anotacioncs. En rerminos del ajuste dela regresi6n este s610 se incrementa marginalmente con respecto almodelo excluyendo la variable agregeda. No obstante, esro noredunda en perdida de significancia de las variables. La segundaobservacion tiene que ver con cl signa del paramerro esrimado parala externalidad en la columna (2) cuando se usa el insumo total alproducto bruto. La externalidad negative que se encuentra en cstecaso puede sugerir que, en el agregado, una expansion en la actividadrnanufacturera puede tener un efeeto positivo debido a1 incrementoen cl nivel de actividad pero uno negativo par presion en el mercadode insumos.

Este caso que puede ser plausible, reqUlere ser ccnfirmado medianteuna metodologia diferente a la presenrada aqui, que retina las doshipotesis y permita discriminar adecuadamente entre ellas. Sinembargo un hecho que respalda estc resultado es gue un hallazgosimilar se repite en e1 caso de La industria britanica. Oulton cnconrrogue ills estimaciones del paremetro de extcmalidad usando losinsumos estan sistematicamente muy par debajo de las estimacionesque utilizan el producto agregado como variable explicativa.

Se realizaron ejercicios de sensibilidad can variables dummy pararecesiones ylo cambios en regimenes de politics perc ningunaprueba resulto significative. De igual manera la inclusion de unavariable de esfuerzo y cambios en la urilizacion de capacrdad ' a nivelde sector industrial no cambian sigruficativamente los resultados yapresentados.

CONCLUSIONES

Utilizando datos a mvel sectorial de la industria manufactureracolombiana encontramos evidcncia estadiscica tobusta de laeXlstencia de una externalidad agtegada posit/va. Este efecto va deun incremento del 0.38% al 0.25% par cada punta de incrementoporcentual en 1a acnvidad manufacrurera. El tamano de este efecto

S Calculada como la diferencia entre el nivel de produclo actual y el nivelpotencial.

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es similar al reportado para algunas industrias Europeas (en el ReinaUnida y Alemania) y un poco inferior a1 de la industriaestadounidense. Tambien se encontro un efecto negative que surgede las preSlOnes sabre los mercados de factores. Reuniendo lasobservaciones de todos los sectores y despues de aislar lasdiferencias propias de carla uno y el efecto de las extemalidades, seencontro que no existe evidencia significative de retomos crecientesa escala en Ia industria colombiana que sean internos a cada sector.Por el contrario, h. manufactura colombiana muestra, de maneraconsistente, retornos constantes a escala y la ausencia de economiasa escala. Variaciones en la utilizacion, el cicIo 0 cambios en losregimenes de politica en el que opera la industria parecen no afectarsignificativamente alguno de los anreriores resultados.

Dos razones que pueden explicar la falta de evidencia de un efectopositive mayor y que pueda ser capturado significativamente al nivelmas agregado. En primer lugar, la estructura desbalanceada delsector manufacturero colombiano que impide explotarcompletamente los encadenamientos intra e inter-industriales. Ensegundo lugar, la restricci6n de los mercados de insumos que parecefrenar [a extemalidad agregada: carencra de personal calificado,restricciones de credito, ausencia de actividad innovadora y engeneral restricciones que afectan no solo la actividad de cada sectorsino el aprovechamiento de efectos agregados e interindustriales.

Toda politica disenada para relajar estas restricciones construyendocapacidades para la innovacion y la mejora de las habilidades, paracanalizar recursos de inversion a actividades productivas y parafomentar una estructura industrial balanceada; probaran serbenefices en tanto incrementen y aprovechen estas extemalidadesagregadas.

No existe evidencia de que incrernentar el tamano del mercadopueda beneficiar las actividades industriales ya establecidas. EIdinamismo de la produccion manufacturera, pasado 0 futuro, nodescansa en la explotacion de supuestas economias de escala, comousualmeme se razona para justificar la liberalizaci6n de la economiao profundizaciones en el proceso de integracion.

Posteriores etapas de este trabajo ac1araran los posibles beneficios deprofunJizar la mtegracion al interior de la Comunidad Andina de

EXTERNALJDADES EN LA INDUSTRI:\ COLO~mll\NA 189

Naciones y otros parses de Latinoamerica, aplicando la merodologiacon datos de las industrias de esos paises y estebleciendo laspotencialidadcs en terminos de rendirnientos a escala, crecirnienrobalanceado y externalidades agregadas.

REFERENCIAS BIBLIOGRAI'ICAS

Burnside, C. 1996. "Production Function Regressions, returns to scale, andexternalities", joltl?Ja! if Momtary Bronomi" 37, 177-201.

Caballero R j' Lyons R 1989. "The role of external economics in us.manufacturing", N.B.ER Work/llgPaperNo. 3033, Cambridge. I\L>\.

Caballero R. Y Lyons R. 1990. "Internal versus external economics in Europeanindustry", El/ropealJ Eronomic &view 34, 805-830.

Caballero R, Lyons R 1992. "External effects in U.S. procyclical produetivity",jol/rllolof Momtmy BconomiCf 29, 209-225.

Cooper, R. Y John, A. 1988. "Co-ordinating coordination failures III Keynesianmodels", Quarter!;' jOl/mal af E(onomi(s 103,441-463.

Cooper R. 1998. "Business Cycles: Theory, Evidence and Policy Implications",SCi1ndiliavian jOl/mal of Eamamia 100, 213-237.

Hall, RE. 1998. "The relation between price and marginal cost in U.S. industry",journal OfPoliti wi EcolJo"!J 96, 921-974.

Kamihigashi, T. 1996. "Real business cycles and sunspot fluctuations areobservationally equivalent" ,jol/mo/ of Mqmtt1ly Ecollomi" 37, 105-117.

Oultan, N. 1996. "Increasing rerum and externalities in UK rnanufacruring: Myth orReality?", jOII/1/tJ/of Illdustrial EI'OllomifJ XLIV, I, 99-113.